中间品贸易自由化对劳动资源配置效率的影响——基于中国工业企业数据的分析

陈 波，陈 玥

（华中科技大学经济学院，湖北武汉430074）

一、引 言

我国改革开放四十余年来的发展经验证明，无论是市场化的经济改革，还是加速构建的对外开放格局，促进要素自由流动带来的资源配置，均释放了巨大的经济增长潜力。不少学者（Hsieh和Klenow，Melitz，聂辉华和贾瑞雪，文东伟）[1-4]也证实提高资源配置效率有利于促进经济发展与全要素生产率的提高，而资源错配则会放缓经济增长速度，导致企业效率低下。我国作为世界上最大的发展中国家，拥有巨大的劳动力市场规模，劳动力资源丰富，但总体上资源配置效率不高。2020年中共中央、国务院印发的《关于构建更加完善的要素市场化配置体制机制的意见》，突出强调要促进要素自主有序流动，提高要素配置效率，进一步激发全社会创造力和市场活力。在这样的背景下，研究劳动资源的有效配置，对我国经济高质量发展具有重要意义。

影响劳动资源配置的因素有很多（柏培文，Song等，徐舒等）[5-7]，本文着重关注我国贸易自由化进程对劳动资源配置的影响。众所周知，我国自2001年加入WTO以来，贸易自由化水平不断提升，其中，中间品贸易自由化尤为显著。图1是我国1998—2007年期间中间品关税水平趋势图。从图中可以看到，我国在2001年加入世界贸易组织后，中间品关税水平大幅下降，这种下降不仅体现在关税均值水平上，从1998年的接近12%下降至2007年的6%左右，还体现在关税标准差上，从2000年到2002年下降了约25%。中间品关税水平的下降，在理论上，一方面会降低国内企业对国外中间品的采购成本，另一方面也会通过促进技术引进提升企业的生产技术水平，而这些改变均会影响到企业生产投入要素的重新配置，进而影响到企业劳动资源配置效率。

图1 我国1988—2007年中间品关税水平趋势图

但是具体到实际的经济运行中，中间品贸易自由化如何影响企业劳动资源配置效率？对不同企业是否存在异质性影响？通过何种渠道影响到企业资源配置？这些问题目前都还没有答案。本文将结合上述三个问题，基于我国工业企业数据，研究中间品贸易自由化对企业劳动资源配置效率的影响。实证结果发现，中间品贸易自由化促进了企业劳动资源配置效率的提高，这一影响在外资企业、低技术水平企业以及东部地区企业中尤为明显。进一步地，我们发现，由于调整成本的存在，中间品贸易自由化对国有企业的影响是存在时间滞后效应的。并且可能是通过降低企业中间品的单位投入成本，放宽了企业的预算约束，从而促进了企业劳动资源的再配置，成本节约效应得到证实。

相较于既有文献，本文的边际贡献主要体现在两方面：其一，与以往基于省级区域层面或行业层面较为宏观的劳动资源配置效率研究不同，本文率先从微观角度，探究了中间品贸易自由化对企业最优生产决策与劳动资源配置的影响，从微观层面补充了现有文献中对此议题研究的空白。其二，本文还首次探讨了在我国由所有制、技术水平、地区差异带来的异质性影响，并进一步验证了中间品贸易自由化影响企业劳动资源配置的微观作用机制。

二、文献综述

与本文相关的文献主要有两支，一支是与要素资源配置效率相关的文献，另一支是与中间品贸易自由化对企业资源配置影响的相关文献。关于资源配置效率的文献主要包括要素资源配置效率的衡量以及资源错配的成因两方面内容。首先，衡量要素资源配置效率的方式有很多，一种是利用投入要素边际成本与边际产出之间的比较来衡量，比如Hsieh和Klenow使用资本和劳动两种投入要素的实际回报率与边际产出弹性的相对比值来刻画资本配置扭曲程度[1]。Petrin和Sivadasan仅使用单种投入要素的边际产出与边际成本之间的差值来衡量要素的扭曲程度[8]。另外一种则是用要素市场摩擦障碍来衡量，Chari等认为劳动市场摩擦会导致个体在消费与闲暇之间的替代率与劳动边际产出之间存在一个楔子，因此工资税收比例可以作为劳动力市场摩擦水平的度量方式[9]。Restuccia和Rogerson、袁志刚和解栋栋在此基础上，拓展到多部门模型并构建了相关的摩擦系数[10-11]。还有部分文献认为市场中存在摩擦会导致同一种要素在企业间、部门间的边际产出不一致，因此可以基于边际产出的离散程度来刻画资源误置水平，比如Bartelsman和Doms、聂辉华和贾瑞雪[12,3]。值得一提的是，大多数文献测度的资源配置效率是基于省级区域或行业层面（文东伟，柏培文）[4-5]，仅有较少文献（徐舒等，Petrin和Sivadasan）测度了企业层面劳动力资源配置的扭曲程度[7-8]。关于我国资源错配的成因，学者们从市场分割（柏培文）、金融市场摩擦（Song等）、最低工资（徐舒等）等方面进行了分析[5-7]。虽然原因多样，但得到的基本结论是一致的，即低效率的资源配置降低了我国企业的全要素的生产率，Hsieh和Klenow认为我国要素资源配置效率如果达到美国同等水平，全要素生产率将提高30%-50%[1]。

随着贸易自由化水平的不断提高，相关研究也更多地关注到中间品贸易自由化对资源配置的影响（余淼杰和梁中华，Chen等）[13-14]。Amiti和Konings发现进口更便宜的中间品，可以通过学习效应、种类效应以及质量效应三种渠道提高进口企业的生产率水平，并且中间品关税对企业的影响要比产出品关税大得多[15]。这三种渠道在其他文献中也被证实，Goldberg等利用印度企业数据，发现中间品关税的降低促使企业以更低的成本获得更加多样化的中间投入品，增加了企业产品的种类[16]。Fan等发现中间品关税的下降，促使出口产品的质量升级[17]。陈雯和苗双有发现中间品贸易自由化显著促进了中国制造业出口企业的技术升级，尤其是技术密集型的出口企业[18]。同时，余淼杰利用我国工业企业数据也证实了贸易自由化对我国企业生产率的促进作用[19]。除此之外，部分学者基于我国数据也发现了其他的影响渠道。毛其淋和许家云利用我国加入WTO这一外生事件作准自然实验，发现中间品贸易自由化通过提高就业创造和降低就业破坏两个渠道显著促进了制造业企业的就业净增长，改善了就业配置效率[20]。樊海潮和张丽娜利用企业成本加成的变化，发现中间品贸易自由化有助于缩小企业内部核心与非核心产品间成本加成的差异，进而优化企业内的资源配置[21]。

但是，从劳动力市场角度，研究中间品贸易自由化对资源配置效率影响的文献还比较少。与本文联系最为紧密的文献是周申等，该文借助我国加入WTO这一外生事件作准自然实验，用企业边际劳动产出价值的离散程度衡量行业资源错配水平，考察了贸易自由化对劳动资源错配的影响，发现最终品与中间品贸易自由化均显著降低了制造业行业劳动力资源错配的程度[22]。本文与之相比较，主要有两点不同。首先，估计方法上，我们基于我国企业级大数据构建了企业所面临的中间品关税水平，以此来衡量中间品贸易自由化程度。其次在指标衡量上，我们参考和拓展了Petrin和Sivadasan的方法[8]，用企业劳动边际产出与边际成本之间的相对差值来衡量劳动资源错配程度，计算的是企业层面的资源错配程度，可以考虑到企业间的异质性，更为准确地估计中间品贸易自由化对企业劳动资源配置带来的影响。

三、模型和数据

（一）模型和主要变量

本文研究的是中间品贸易自由化对于企业劳动资源配置效率的影响，回归模型如下所示：

其中，M ISAit代表企业i在第t年的劳动资源配置效率，利用企业劳动边际产出与边际成本之间的相对差值进行衡量，该值越大，代表劳动边际产出与投入之间越不匹配，企业劳动资源配置效率越低。IITit代表企业i在第t年所面临的行业中间品关税水平，F Tit代表企业i在第t年所面临的行业产出品关税水平，Contr olsit是回归模型中控制的随时间变化的企业特征变量，包括企业年龄（a ge）、企业规模（siz e）、利润率（profit_r）、资本劳动比（kl）等。其中，企业年龄（age），用统计年份-企业建立年份+1衡量；企业的规模（si ze），用销售收入取对数来衡量；企业的利润率（pr ofit_r），用总利润与企业工业产值的比值来表示；资本劳动比（kl）用企业人均固定资产规模取对数来表示。此外，还包括国有企业（soe）和外资企业（foreign）两个二值变量①判断企业国有企业和外资企业身份，当企业注册类型为其他有限责任公司（159）和股份有限公司（160）时，参考Brandt et al.（2012）做法，利用企业实收资本比例来进行判断；其他则直接利用企业注册类型进行判断。，当企业为国有企业时，s oe为1，否则为0，当企业为外资企业时，foreign为1，否则为0。μi为企业层面的固定效应，用于控制不随时间变化的企业特征因素对劳动资源配置效率的影响；λt为年份固定效应，用于控制宏观经济波动等共同时间冲击对劳动资源配置效率的影响；εit为随机干扰项。

1.劳动资源配置效率

参考和拓展Petrin和Sivadasan、徐舒等的做法，使用劳动边际产出与边际成本之间的差值来衡量企业层面的劳动资源配置效率[8-9]。与前者不同的是，我们计算的是相对指标，具体地，是利用劳动边际产出与边际成本之间的差值相对于边际成本的比值，即

其中，M P Lit为企业i在第t年雇佣劳动的边际产出，Bit为企业i在第t年雇佣劳动的边际成本，在这里用企业支付给个人的平均工资和福利支出的总和替代。当要素资源配置处于最优状态时，劳动边际产出等于边际成本。而当企业劳动边际产出和边际劳动成本之间的相对差值越大，即M ISAit越大，那么劳动的资源错配水平越高，资源配置效率越低。因此，在本文中我们主要关注估计模型（1）式中间品关税IITit的回归估计系数β1。若β1为正，则意味着中间品关税下降（中间品贸易自由化提升）降低了企业劳动资源错配水平，提高了劳动配置效率，否则是降低了企业劳动资源配置效率。

为得到企业i在第t年的劳动资源配置效率MIS Ait，我们首先计算企业i在第t年边际劳动产出MPLit。在这里，我们假设企业的生产函数是Cobb-Douglas形式，两边取对数得到：

其中，yit代表企业i在第t年的总产出水平，lit、kit、mit分别代表企业i在第t年的劳动力、资本以及中间投入品，ωit代表企业i在第t年不可观测的全要素生产率水平，εit为随机冲击。对（3）式进行估计，可得劳动估计系数βl，再根据公式MP L=βl×(y/l)计算企业劳动的边际产出MPL，即可得企业劳动配置效率M ISAit。

估计生产函数的方法有很多，本文基准回归中采用的是Levinsohn和Petrin提出的LP估计方法，这是因为LP方法相比于普通OLS估计，能较好处理变量相互决定引起的内生性问题以及样本选择偏差问题，同时相比于OP方法，利用中间品投入作为不可观测生产率冲击的代理变量，大大降低了投资变量为零带来的样本损失问题[23]。在后文中，我们也用了Wooldridge基于GMM框架提出的一步估计法做了稳健性检验，该方法不仅解决了内生性问题，在存在序列相关和异方差情况下也能够得到稳健标准误[24]。

2.中间品关税

本文利用行业中间品关税水平来衡量中间品贸易自由化水平。参考Amiti和Konings的做法[15]，利用（4）式构建中间品关税I ITjt：

其中，I ITjt为行业j中的企业在第t年所面临的中间品关税水平，括号里的权重为行业j的生产中投入品i所占的成本权重，本文利用2002年的投入产出表计算成本权重，这是因为投入产出表每5年统计一次，而2002年是我们样本时期的中间年份。F Tit代表投入品i在第t年的关税水平，利用公式（5）计算得到。p代表在行业i中包括的海关HS6位码产品，FTpt代表HS6位码产品p的进口关税水平，npt为行业i中第t年所包含的产品p在的税目数。参照Chen等中的做法，我们将投入产出表层面的中间品关税水平归结到国民经济行业四位码行业层面水平[14]。

（二）数据

本文在实证中使用到的主要变量来自企业层面的生产数据以及行业层面的关税数据，因此用到以下两个数据库。第一个是中国工业企业数据库，所使用的是1998—2007年的年度数据。该数据由我国统计局进行汇编，统计了我国所有国有企业和规模以上的非国有企业（主营业务收入超过500万），企业数目从1998年的16多万家到2007年的33多万家，涉及的行业包括制造业行业、采掘业以及电力、燃气及水的生产和供应业。该数据提供了被统计企业的详细信息，包括企业识别信息，如企业名称、企业代码、所属行业、所属地区、电话、邮编等，还包括企业的会计数据，包括工业增加值、企业年龄、资产、雇佣规模、中间投入、利润等信息。我们注意到原始数据中存在被误报、缺失的不合规观测值，因此在使用前对其进行了预处理。首先，我们参照Brandt等做法对数据进行跨年度匹配，并调整了4位码的行业分类[25]。其次，删除不符合会计准则的样本观测值，包括流动资产超过总资产、固定总资产超过总资产、固定资产净值超过总资产，雇佣规模少于8人等。接着，删除了不符合规模以上企业标准的观测值，即企业主营业务收入小于500万的样本观测值。然后，根据公式“工业增加值=工业总产值-工业中间投入+应缴增值税”对2004年“工业增加值”变量进行了补充完善，并对工业增加值、中间投入和资本变量以1998年为基准进行了平减处理。最后，我们删除了企业主要变量存在明显错误或者存在缺失的观测值，仅保留制造业行业的样本观测值。

第二个数据来自世界银行的世界综合贸易解决方案（WITS）数据库，其包含HS6位数级别的关税数据。因为不同年份数据的HS编码版本不同，我们首先利用联合国统计司的对照表将其统一转换为HS2002版本，然后利用该数据和2002年中国投入产出表以及国民经济行业分类之间的对照表，计算行业层面的产出品关税以及中间品关税。

除此之外，在稳健性检验中，为确定企业在国际贸易中的参与程度，我们也用到海关总署公布的海关数据库。如Feenstra等文章所言，海关贸易数据记录了我国企业每一笔国际贸易交易的具体信息，包括HS商品代码、交易数量、交易金额以及贸易方式等[26]。因此我们可以将该数据与工业企业数据合并，对企业贸易身份和加工身份进行识别。

（三）变量的统计性描述

本文主要基于中国工业企业数据与关税数据合并后的样本进行分析，匹配后的数据是非平衡面板数据，包括将近45万家企业，169多万个观测值。所涉及主要变量的统计性描述如表1所示。主要连续性变量在1%的两端进行了缩尾处理。MP L_lp是用LP方法估计得到的劳动边际产出，M PL_gmm是GMM方法估计得到的劳动边际产出，B为企业的劳动边际成本，对比前三行可以发现，相对于边际成本而言，劳动的边际产出均值水平更高，且方差更大，侧面表明企业之间劳动的边际产出水平存在较大异质性，而企业雇佣成本之间的差异性较小。进一步地，LP方法计算得到的劳动资源配置效率MI S A_lp均值在2.3附近，标准差超过了4，意味着企业之间劳动资源配置效率差异较大。

表1 变量的统计性描述

四、基准结果分析

（一）基准结果

中间品贸易自由化对劳动资源配置效率影响的基准回归结果如表2所示，在所有回归中，我们均控制了企业和年份的固定效应。在第（1）列中仅加入了中间品关税变量，中间品关税的系数为0.046 4，且在1%的显著性水平上显著，表明中间品贸易自由化降低了企业劳动资源错配水平，提升了企业劳动资源配置效率。第（2）列我们进一步控制了企业的个体特征，包括企业的年龄、规模、利润率以及资本劳动比，可以看出中间品关税系数依然为正且显著。考虑到贸易自由化水平的提高，不仅有中间品关税的下降，还有可能受到产出品关税下降带来的竞争效应，因此在第（3）列中加入企业所面临的行业层面的产出品关税水平FT，我们发现中间品关税水平依然为正且在1%水平上显著，产出品关税的系数为负且在1%的水平上显著。在第（4）列我们额外加入了国有企业（soe）和外资企业（for eign）两个虚拟变量，用来控制企业所有制带来的影响，发现第（4）列中的中间品关税系数与第（3）列大小相近，并且在1%水平上显著。综合表2的结果来看，我们发现中间品关税的削减，降低了企业劳动资源错配水平，即中间品贸易自由化促进了企业劳动资源配置效率的提高。而最终品关税的降低对企业劳动资源配置的效率影响是负向的，并且最终品关税对劳动资源配置效率的负向影响小于中间品关税的正向影响，因此总体来看，贸易自由化促进了企业劳动资源配置效率的提升。

表2 基准回归结果

具体到其他控制变量的影响，企业年龄的系数显著为负，表明企业生存年限越长，劳动资源错配水平越低。企业规模的系数为正且显著，表明随着规模的增加，企业劳动资源错配水平越高，劳动资源配置效率越低。企业利润率的系数为负且显著，表示利润率越高的企业，其劳动资源配置效率也越高。资本劳动比的系数为正且显著，意味着企业人均固定资本越高，劳动资源错配水平越高。对于国有企业变量以及外资企业变量而言，系数均为负且显著，意味着其他条件相同的情况下，国有企业相对于非国有企业而言，劳动资源配置效率较高，外资企业针对于非外资企业而言，劳动资源配置效率也较高。

（二）稳健性检验

为探究中间品贸易自由化对于企业劳动资源配置的影响是否稳健，我们做了一系列稳健性检验，估计结果如表3所示。

表3 稳健性检验回归结果

1.市场竞争水平

部分学者（李平等）研究发现国内市场竞争水平对资源的配置效率也有影响[27]，因此我们在基准回归的基础上，进一步加入赫芬达尔-赫希曼指数（HHI）来控制市场竞争水平。HH I越大，表示市场垄断水平越高。结果如表3第（1）列所示，H H I系数为负，且在1%水平上显著，证实行业竞争水平确实对企业的劳动资源配置效率有影响，行业内市场竞争水平越高（HH I越小），企业劳动资源错配水平越高，资源配置效率越低，这有可能是因为过度的垄断竞争带来的资源配置无效率。中间品关税的系数依然为正且在1%水平上显著，系数大小与表2的第（4）列结果接近。

2.企业出口和加工贸易状态

由于企业在国际贸易中的参与度不同，所受到的影响可能也存在差异。因此，我们利用工业企业数据中“出口交货值”这一变量，在基准回归基础上进一步加入了企业出口的虚拟二值变量，结果如表3的第（2）列所示，可以看到，出口变量系数为负且在1%的水平上显著，表明出口企业资源配置效率更高。此外，我国加工贸易企业较多，而加工贸易企业进口或出口活动基本是免税贸易，不受关税削减的影响。为避免加工贸易型企业对结果的影响，我们参考李春顶做法，将样本中的加工贸易企业删除[28]。结果如表3的第（3）列所示，我们发现中间品关税的系数依然为正，且在1%水平上显著，并且系数相较于基准回归而言更大，表明包含加工贸易企业样本的回归低估了中间品贸易自由化的影响。

3.更换被解释变量

基准回归中我们使用LP方法估计生产函数，在这里利用GMM方法估计生产函数，并计算劳动资源错配水平。回归结果如表3的第（4）列所示。可以看出，与基准回归结果类似，中间品关税系数为正且显著。这意味着更换被解释变量的衡量方法对我们的结论影响不大，即中间品关税的削减降低了企业劳动资源的错配水平，提升了企业劳动资源配置效率。

（三）利用匹配数据进一步探究

为进一步核准企业的进口以及加工贸易身份，我们参考Yu的做法，利用企业名称以及邮政编码和电话号码字段后7位作为匹配字段，将海关数据和工业企业数据进行匹配，从而能够根据海关贸易数据确认工业企业的进口身份、出口身份以及加工贸易身份，具体的回归结果如表4所示[29]。需要注意的是，由于数据局限，合并后的数据区间为2000—2006年。

表4 匹配数据的回归结果

第（1）列是匹配数据的基准回归结果，与表2第（4）列类似，中间品关税系数为正且显著，表明中间品贸易自由化促进了企业劳动资源配置效率的提升。同时侧面表明，即使更换样本区间，主要结论依然稳健。第（2）列加入了出口变量，该变量由海关贸易数据统计而得，企业当年出口为1，不出口为0。我们发现与表3第（2）列结果相同，出口变量系数为负且显著，表明出口企业的劳动资源配置效率更高，同时中间品关税系数依然为正且显著。在第（3）列中我们加入了进口变量判断企业进口身份的影响，如果企业当年参与进口贸易为1，否则为0。发现进口变量系数为负且显著，中间品关税系数结果依然为正且显著。在第（4）列中我们同时加入了企业出口和进口变量，结果与前两列相似，出口变量、进口变量系数均为负且显著，中间品关税为正且显著，意味着出口企业相对于非出口企业，劳动资源配置效率要高，进口企业相对于非进口企业，劳动资源配置效率也要高。在第（5）列中我们进一步加入了企业出口变量和产出品关税的交互项以及进口变量与中间品关税的交互项，发现两个交互项系数均为正且在1%的水平上显著，中间品关税系数依然为正且显著。表明随着中间品关税的降低，进口企业劳动资源配置效率相对于非进口企业提升更快；随着产出品关税的降低，出口企业相对于非出口企业劳动资源配置效率提升更快。在第（6）列中，参考Liu和Qiu做法，删除了加工贸易企业[30]。可以看到中间品关税系数依然为正且显著，表明中间品关税的削减降低了企业劳动资源错配水平，促进了企业劳动资源配置效率的提升。

（四）内生性检验

在前面的分析中，我们将中间品贸易自由化作为外生解释变量，未考虑到其可能存在的内生性问题。但从我国贸易自由化的进程来看，工业行业的关税削减并非等量齐观地整体下调，行业之间关税水平仍然存在较大差别[30]，因此政府在关税减免时可能存在政策的偏向性，导致企业劳动资源配置效率与中间品贸易自由化之间存在反向因果关系。

参考Amiti和Konings以及Trefler的做法，我们对估计模型（1）两边同时取一阶差分得到差分模型，利用差分两阶段最小二乘法（2SLS）估计[15,31]。表5的前两列采用滞后1期中间品关税（L.I IT）作为中间品关税差分项ΔI IT的工具变量。第（1）列是第一阶段的结果，根据中间品关税的一阶滞后项的系数值可以看出，其与中间品关税的差分项是显著负相关的，同时，Anderson-canoncorrelatedLM统计量远大于临界值，Cragg-DonaldaldF统计量也拒绝了弱工具变量的原假设。第（2）列是第二阶段的结果，我们发现中间品关税系数依然为正且显著，证实我们的结论是稳健的。表5的后两列采用1998年中间品关税（IIT_1998）作为中间品关税差分项的工具变量，第（3）列是第一阶段的估计结果，1998年中间品关税与中间品关税差分项之间是正向显著相关，Anderson-canoncorrelatedLM统计量远大于临界值，Cragg-DonaldaldF统计量也拒绝了弱工具变量的原假设。第（4）列是第二阶段的估计结果，中间品关税系数依然为正且在1%的水平上显著，表明在控制中间品关税潜在的内生性问题后，主要结论依然稳健。

表5 内生性检验

（五）异质性检验

1.企业所有制

由于所有制不同，企业在受到中间品贸易自由化冲击时做出的反应也可能存在差异。因此，我们根据企业所有制将其分为国有企业、民营企业以及外资企业三大类，探究中间品贸易自由化是否对不同所有制企业存在异质性影响，具体结果如表6所示。可以看出，中间品贸易自由化对于国有企业影响是负向的，但不显著；对于民营企业和外资企业而言，是正向的影响且显著，同时，外资企业的中间品关税系数大于民营企业，表明中间品贸易自由化提升了民营企业和外资企业的劳动资源配置效率，并且对于外资企业的提升水平大于民营企业。

表6 企业所有制异质性检验

2.企业生产技术水平

不同生产技术水平企业受中间品贸易自由化的影响也可能不同。高生产技术水平企业往往具有更高的资本劳动比（陈雯和苗双有），因此利用资本劳动比作为企业生产技术的代理变量进行分组[18]。计算企业资本投入与雇佣量比值（K/L），根据行业以及年份将企业样本从小到大均等地分为低、中、高3个组别，具体的估计结果如表7所示。从中可以看出，中间品关税的降低对不同资本密集度企业劳动配置效率的影响都是正向且显著的，并且相较于中等技术水平企业，低技术以及高技术水平企业受到的影响更大。

表7 企业生产技术水平异质性检验

3.地区异质性

考虑到不同地区的开放水平不同，东部地区明显比西部地区开放水平更高，企业在国际贸易中的参与度也更高，因此我们有理由怀疑中间品贸易自由化对不同地区企业有不同的影响。根据国家统计局东中西部地区划分标准，我们将样本划分为东部地区、中部地区以及西部地区①东部地区包括北京、上海、天津、河北、辽宁、山东、江苏、浙江、福建、广东以及海南11个省级行政区；中部地区包括安徽、河南、湖北、湖南、山西、吉林、黑龙江和江西8个省份，其他为西部地区。三大类，回归结果如表8所示。我们发现，中间品贸易自由化对于东部地区的企业劳动资源配置的影响是正向且显著的；对于中部地区企业的影响是正向的，但是不显著；对于西部地区的影响是负向的，且不显著。这意味着中间品贸易自由化确实对不同地区的影响是不一致的，促进了东部地区企业劳动资源配置效率的提升，加剧了西部地区企业劳动资源错配水平。

表8 地区异质性检验

五、进一步探究

中间品关税的下降使得企业能够以更低的价格获取国外中间品，但这种影响有可能存在滞后效应。一方面是因为我国中间品关税的下降是一个渐进的过程，当中间品价格的变动较小时，企业的调整成本相对较高，对于中间品关税下降的反应不敏感，随着关税下降的幅度不断加大，超过企业一次性的调整成本时，企业才会调整其生产要素投入。另一方面，我国国企规模一般较大，调整的风险较高，考虑到市场不完全性与不可忽视的菜单成本的存在，实现调整可能存在时滞效应。因此我们采用滞后一期以及滞后二期的中间品关税作为核心解释变量重新对国有企业样本进行估计，结果如表9前两列结果所示，我们发现中间品关税一阶滞后项系数为正但不显著，中间品关税二阶滞后项系数为正且显著，表示中间品贸易自由化对国有企业的影响确实存在滞后效应。

表9 进一步分析

前文提到理论上中间品关税的下降会降低企业中间品的单位投入成本，通过成本节约效应促进企业资源的重新配置。在这里，我们利用企业中间品单位投入探究该作用机制的存在性，利用中间品投入与企业销售收入的比值来衡量企业中间品的单位投入成本。需要指出的是，我们采用的是工业企业和海关数据的匹配数据来估计，因为可以判别企业的进口身份。具体的估计结果如表9后三列所示。第（3）列是匹配数据的全部样本回归，第（4）列和第（5）列分别是非进口企业、进口企业的估计结果。可以看到，中间品关税的系数均为正且显著，并且第（5）列中间品关税系数明显大于第（4）列，表明中间品贸易自由化降低了企业中间品投入的单位成本，尤其是对于进口企业而言，下降的幅度更大。

六、结 论

我国自2001年加入世界贸易组织以来，中间品关税大幅下降，大大加速了要素市场资源的流动。要素市场的有效配置会释放巨大的经济增长潜力。劳动作为重要的投入要素，同时，我国是世界上最大的发展中国家，劳动力市场规模庞大，因此研究中间品贸易自由化如何影响劳动资源配置对于发挥劳动力资源的经济促进作用显得尤为重要。

本文利用工业企业数据，通过构建企业层面的劳动资源配置效率指标，探究了中间品贸易自由化对企业劳动资源配置效率的影响。我们发现，中间品关税的下降，降低了企业劳动错配水平，提升了企业的劳动资源配置效率，尤其是对外资企业、低技术水平企业以及东部地区的企业影响较为明显。利用工具变量，在控制中间品贸易自由化可能存在的内生性问题后，我们的主要结论依然稳健。进一步研究，我们发现，由于调整成本的存在，中间品贸易自由化对国有企业的影响是存在时间滞后效应的。同时，我们发现中间品关税的下降通过降低企业中间品的单位投入成本，促进了企业劳动资源的再配置，验证了成本节约机制的存在。